业绩期望差距与企业战略调整——基于中国上市公司的实证研究，本文主要内容关键词为：中国论文,企业战略论文,上市公司论文,业绩论文,差距论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
企业能否生存并成长，这主要取决于它们能否适应环境的变化。战略调整作为应对外部环境的动态性与不确定性的一种重要手段，早已在学术界受到广泛关注。企业能在多大程度上进行战略调整，这主要取决于组织与外部环境间关系(Burgelman，1991)、组织资源与能力(Cui et al.，2011)、组织内管理层特质(Boeker，1997)、中层管理者与员工的相互支持(Sonenshein and Dholakia，2012)、组织内部董事特征(Haynes and Hillman，2010)、组织的前期经营业绩(Meyer et al.，1993)，以及媒体关注度(Bednar et al.，2013)等因素。纵观这些研究可以发现，一些学者侧重于从决策者角度去理解战略调整行为，比如有学者指出，管理层的年轻化、任期多元化、专业异质性等的程度越高，拥有的知识资本越多和权力越大，则组织实施战略变革的程度越高(Boeker，1997；Goll et al.，2007；Brockmann et al.，2006)；CEO离任和新CEO继任均易导致组织的战略变革，尤其当新继任CEO来源于组织外部，而前任CEO不再继续留任公司内部，或新继任CEO具有较高管理自主权时，组织实施战略变革的程度增大(Quigley and Hambrick，2012；Zhang and Rajagopalan，2010；Barron et al.，2011)。还有一些学者则侧重于从组织或治理角度分析战略调整行为，比如一些学者认为过去的成功是导致管理者自满而削弱组织战略调整程度的重要因素之一(Audia et al.，2000；Milliken and Lant，1991；Starbuck and Milliken，1988)。 值得注意的是，战略调整作为一种具有高度风险性的决策活动，前期的这些学者很少注意到决策者在决策过程中的参考点选择，而只是简单地假定收益或利润的最大化是所有决策的最终目标。企业行为理论(Cyert and March，1963)为进一步分析企业的战略调整行为奠定了基础，它认为决策者在决策过程中会选择一个心理上的满意值作为参考点，在组织层面这一参考点就是企业经营的期望水平(aspiration level)。也就是说决策者习惯于通过评估当前实际绩效与期望水平的差距来决定后续的行为选择，当绩效低于期望水平时，有限理性的决策者将低于期望(Delow aspiration level)的状态界定为组织的“损失(loss)”状态，而将高于期望水平的状态界定“获益(gain)”状态，在正反两种不同的经营状态下决策者可能会采取完全不同的决策行为(Cyert and March，1963)。这种思路与前景理论(Prospect theory)的设想基本一致(Kahneman and Tversky，1979)。但目前该领域的研究者大多关注的问题是期望差距如何影响到企业的研发投入等冒险创新活动，而对企业如何应对环境的变化之中的战略调整行为则鲜有涉及。本文拟基于企业行为理论等回答以下几个关键性的学术问题：第一，经营期望差距如何影响到企业的战略调整？虽然已有学者研究发现前期的经营业绩是导致战略调整的动机之一，但该类研究只是简单地分析了前期绝对业绩下滑程度(Meyer et al.，1993；Miller and Chen，1994；Audia and Locke，2000)对后续战略调整行为的影响。然而这种相对的差距如何影响到战略调整行为还是一个黑箱。第二，期望差距与战略调整之间关系受到何种因素的制约？作为一种风险决策行为，决策者能否感受到这种调整所带来的风险以及是否有足够的权力做出决策并控制风险，这些因素都将制约着不同期望差距状态下的战略调整动机。第三，基于满意或不满意、成功或失败的简化了的决策模型而进行的战略调整是否改进了企业后续的经营业绩？本文的研究贡献主要表现在建立了一个系统的战略调整动机模型，该模型不仅丰富了战略调整的动机研究成果，而且对于进一步拓展企业行为理论具有重要意义。尤其是本文将组织中的权力主体(控股股东和管理者CEO)和资源禀赋等情境因素纳入到企业行为决策的业绩反馈模型中，弥补了以往过多重视业绩期望差距对决策行为的直接效应的研究，而较少关注情景机制探讨的缺陷，这对于完善和构建业绩反馈理论和企业行为理论具有一定的积极作用。 本文结构安排如下：第二部分对业绩期望差距与战略调整的关系进行理论分析，并提出相关研究假设；第三部分阐述研究的设计过程；第四部分对相关假设进行统计处理，并对检验结果进行分析；第五部分稳健性分析；第六部分为研究总结。 二、理论分析与研究假设 (一)业绩期望落差：影响企业战略调整的重要因素 企业行为理论强调组织的绩效评价、搜寻和决策制定的过程，尤其关注这些过程如何最终影响组织战略决策(Cyert and March，1963；March，1988；Greve，1998，2003ab)，这些精髓均体现在基于业绩反馈的决策模型中(Greve，2003a)，该决策模型认为：组织通过评估当前实际绩效与“目标期望水平(aspiration level)”的差距来决定后续的行为选择。即当绩效低于“目标期望水平”的时候，有限理性的管理者会将“低于目标期望”(below aspiration level)的状态界定为组织的“损失”状态(March and Simon，1958)，该损失状态则驱动管理者实施探索行为，以使组织绩效回到目标期望水平上(Cyert and March，1963)。本文认为，实际绩效低于目标期望水平的差距越大，组织处于损失状态的程度越严重，企业战略调整的动机和程度也将加剧，这是因为：第一，业绩期望落差的出现意味着组织当前在资源配置、内部管理、产品制造或市场战略等方面出现问题，需要通过新的调整以适应顾客和产品市场的竞争。期望落差越大则越能让管理者意识到组织问题的存在，进而促使他们进行组织的战略调整，比如进入或退出市场，改变产品或市场策略，对战略进行重新定位等等(Grinyer and Mckierman，1990；Greve，2003a)。 第二，业绩期望落差越大，越会降低和威胁到组织存在的声誉和外部合法性，导致组织存在的理由受到利益相关者的质疑。尤其当企业在历经持续的业绩下降而无法提出解决方案时，当事企业就会被迫要求对业绩的持续下滑做出公正合理的解释。股东、投资者、媒体和公共机构等往往也会强化对绩效下滑企业的关注力度与监督力度。内外部危机威胁到组织的合法性，从而迫使组织必须重新思考自身的战略活动和经营方向，以修正现存的组织问题(Oliver，1992)。早期学者以大学为研究对象发现(Manns and March，1978；Kraatz，1998；Kraatz and Zajac，1996；Zajac and Kraatz，1993)，当大学的排名低于期望水平而对其外界声望造成不良影响时，为规避声誉损失或重塑外界合法性，低于期望水平的大学更倾向于对课程体系实施战略性的变革，即使这种调整将在组织内部存在巨大的阻力。由于组织对威胁做出的反应要强于对机会做出的反应(Kahneman and Tversky，1979)，所以较低的绩效往往会引发显著的战略改变(Williamson and Ouchi，1981)。 第三，对员工而言，组织良好的业绩代表着个人较佳的升迁机会以及期望工资的提升。相反，组织欠佳的业绩表现，则会引发员工不断的负面预期，如减薪或裁员等。总之，业绩期望落差越大，则越会降低员工对组织的正向预期，最终引发员工的自动离职，一旦组织的核心员工离职，组织所面临的经营问题将变得更为严重。企业若在此状况下实施主动的战略调整，则会成为安定员工的一种信号机制，即让员工意识得到企业在积极地解决问题，经营绩效可以获得再次改善。 第四，业绩期望落差也会影响管理者自身在外部劳动力市场上的声誉，所以在业绩期望落差扩大时，管理者为规避自身利益损失，尤其是维持自身在未来劳动力市场上的声望，他们会通过积极地探索行为达到拯救企业的目的(Bromiley，1991；Singh，1986；Greve，1998；Baum and Dahlin，2007)。此外，业绩期望落差还有利于打破管理者固守现状的傲慢情结，从而促使他们去重新审视当前战略所存在的问题。同时也会降低管理者的自负心理，刺激他们去寻求更多信息，尤其是学习竞争者的行为，以竞争者为目标，调整自身战略方向(Bandura，1977)，以重新得到潜在投资者对组织战略的理解与支持(Cialdini，1984)。 基于上述分析，本文认为业绩期望落差是促使企业实施战略调整的重要动机之一，由此本文提出如下假设。 假设1：业绩期望差距越大，企业实施战略调整的程度越高。 (二)业绩期望落差与战略调整之间关系的调节机制分析 基于上述分析，业绩期望落差是促使组织实施战略调整的动机，随着业绩期望差距的增大，组织实施战略调整的程度随之提高。但本文进一步认为这种影响程度并非是同质性的，即随着组织自身特征等情景条件的不同，决定了即使在同等业绩期望落差情况下，组织实施战略调整的最终程度也会不同。本文认为，组织中的权力主体以及他们所拥有的资源禀赋状态的差异性①，最终会影响到业绩期望落差出现后，组织实施战略调整的动机、能力和基础条件等的差异性。即业绩期望差距对战略变革的影响，取决于企业的权力属性，即股权控制在谁的手中(控股股东的身份)，掌握管理权的CEO拥有多大能力和机会(与CEO个性特质和CEO来源有关)，同时这种影响还取决于权力主体是否拥有足够的资源禀赋来支持组织的战略变革。基于上述分析，该部分结合公司治理、高层梯队和资源基础理论等相关文献，探讨了组织中的权力主体—控股股东身份和CEO自身特征(个性特质和来源特征)，以及他们所拥有的资源禀赋状态对业绩期望差距与战略调整之间关系的调节作用。 1.所有权主体—控股股东身份的调节作用 相对国企控股股东而言，家族控股股东支持企业生存发展的管家意识更强(连燕玲等，2012)，决定了在业绩期望落差扩大的情况下，家族大股东将表现出更高的动机和需求来实施战略调整以应对经营困境的出现，这是因为：一方面，家族企业是家族与企业的结合体，是创业家族的情感寄托和工作投入双重系统的结合体(Chua et al.，1999；Sharma et al.，1997；连燕玲等，2011)。家族大股东与企业之间的情感纽带以及追求非经济利益的家族导向，决定了家族大股东本质上就具有更强的管家意识来支持企业的发展。家族大股东将个人、家族与企业利益相结合，企业荣才能家族荣，家族荣才能个人荣，这种强烈的管家意识是国有大股东所不具备的，尤其当企业面临经营困境，家族大股东这种“保企保家”的意识更为明显(连燕玲等，2012)。另一方面，家族大股东除了追求控制权收益的经济目标外，同时也在追求社会情感财富(socio-emotional wealth)等非经济性目标的积累(Gómez-Mejia et al.，2007)。这些社会情感财富包括家族权威和声望的建立、对外界影响力的获取、家族氏族地位和身份的维持、可信任的家族成员在企业内权威地位的获取、家族王朝的不断延续等非经济性效用(Gómez-Mejia et al.，2007)。家族企业经营困境的出现，除了给家族大股东带来巨大的经济性损失外，更多的是社会情感财富的丧失——家族声望、权力和地位，甚至是家族王朝的毁灭等等。所以，当企业经营困境出现，尤其是随着业绩期望落差的扩大，家族大股东所面临的损失成本显著地高于国有大股东所面临的损失成本，家族大股东会迫于经济的和非经济的双重损失压力，而比国有大股东更有动机和需求去实施战略调整以支撑企业渡过难关，维护企业和家族的共同发展。 基于上述分析，本文提出以下假设。 假设2：相对于国有控股股东，家族控股股东随着业绩期望差距的扩大，实施战略调整的程度更强。 2.管理权主体—CEO自身特征的调节作用 在面临业绩期望落差扩大的情景下，企业能否实施战略调整，还取决于掌握管理权的CEO所具备的实施战略变革所需的能力和自由度。CEO自身特征将影响其决策能力和行为自由度(Hambrick and Finkelstein，1987；Carpenter and Golden，1997)，最终会影响组织实施战略调整的差异性。本文认为，开放性CEO和外部聘任的CEO相对于封闭性和内部聘任的CEO而言，更具有决策能力和行为自由度在业绩落差出现时实施战略调整行为，这是因为：第一，相对于封闭性CEO，开放性程度较高的CEO，更善于改变组织现状、寻求新的制度体系、管理方法和战略方向，具有更高的战略选择自由度(Hambrick and Fredrickson，1993；Datta et al.，2003)。加之，开放性CEO更具有求知欲，喜欢解决组织内外复杂且突然性的问题，由此在业绩期望落差出现下，该类CEO具有更强的决策能力来寻找问题解决的途径，而规避了封闭式CEO无法突破日常惯例而实施激进式的战略调整的局限(Costa and McCrae，1992)。最后，开放性CEO喜欢挑战组织内的权威、常规和传统观念，在组织极端危机状态下，会表现出对现存惯例规则的敌意，从而更乐于实施主动的组织变革(Bass，1985)。第二，相对于内部CEO，外部聘任的CEO较少地受到组织现状的束缚和影响(Hambrick and Mason，1984)，且安于组织现状的心理比较弱(Karaevli，2007)，他们更有动机去影响组织的战略变革，并且执行战略变革时顾虑更少(Karaevli，2007)，更有利于战略决策的成功执行(Schuler and Jackson，1987)。此外，外部聘任的CEO更愿意接受新鲜事物和尝试管理上的创新，策划和执行新的行动的能力更强(Hambrick and Mason，1984)。最后，与内部聘任CEO相比，外部CEO能给组织带来更多先进的经营理念和新鲜血液，更容易改变组织的经营方向(Dalton and Kesner，1985；Lauterbach，Vu and Weisberg，1999)②。由此在业绩期望落差扩大时，外部CEO相对于内部聘任的CEO更具有变革的能力和自由度来实施组织的战略调整。 基于上述分析，本文提出以下假设。 假设3a：随着业绩期望差距的扩大，CEO开放性程度越高，实施战略调整的程度越强。 假设3b：随着业绩期望差距的扩大，外部聘任的CEO相对于内部CEO而言，实施战略调整的程度更高。 3.权力主体的资源禀赋—冗余资源的调节作用 资源禀赋状态不仅影响企业在动荡环境下实施战略变革的倾向，同时也影响战略变革所产生的结果(Zajac et al.，2000)。权力主体所拥有的人财物、声望、外部社会关系等方面的资源禀赋存在差异性，导致其实施战略调整的基础条件和内外机会存在差异性(Kraatz and Zajac，2001)。在面临业绩期望落差扩大的情景下，权力主体所拥有的冗余资源越多，在业绩期望落差出现时实施战略调整的程度会越高，这是因为：首先，冗余资源是搜寻和学习行为产生的基础，冗余资源越多，越有利于组织在面临动荡和不确定的情况下，开展问题搜寻和探索行为(Levitt and March，1988；Levinthal and March，1993)。其次，冗余资源作为组织与环境之间的一种缓冲，是企业应对内外部威胁的有利条件。资源禀赋越丰富，在经营困境和外部冲击出现时，可供选择的策略范围越大，企业拥有的适应性优势更多，更容易实施战略调整(Schumpeter，1942；Penrose，1959；Nelson and Winter，1982)。最后，冗余资源影响权力主体的管理权自由度(Hambrick and Finlekelstein，1987)，组织内的可支配资源越多，权力主体的资源运作权和管理自主权越大，他们便会拥有更多的基础条件去实施探索性行为(Cyert and March，1963)，以及更多的外部机会去实施地区扩张行为(Crossland and Hambrick，2011；Ramamurti，2009；Sanders and Carpenter，1998)。因此，当实际绩效低于业绩期望时，权力主体拥有的资源禀赋越多，实施战略调整的基础条件和空间弹性越大。 基于上述分析，本文提出以下假设。 假设4：随着业绩期望差距的扩大，权力主体拥有的资源禀赋越多，实施战略调整的程度越高。 (三)战略调整对后续业绩的影响效应 基于以上分析，期望落差的出现促使组织通过实施探索性的行为以改变现状，尤其是通过实施战略调整以将组织绩效恢复到可接受的期望水平之上。进一步，本文认为，在权力主体实施战略调整之后，组织的后续业绩是可以得到改进的。这是因为，首先，此时实施主动的战略调整行为，比如研发新产品、改进市场策略、调整经营规模、退出或进入新市场等等，能使组织快速应对市场竞争和顾客需求，是解决组织经营困境下各种问题的有效途径(Greve，2003a)，这些调整行为最终有利于组织业绩的长期改进。其次，权力主体此时实施主动的战略调整行为，有利于向外界传递即时的正面信号，即企业有应对和解决经营困境的决心和能力，从而有利于规避利益相关者因业绩下滑而质疑企业经营管理的倾向，有利于维持现存利益相关者对企业的信心、保持他们对企业的继续投资和长期关注。最后，新战略方向的确定，更有可能重新得到潜在投资者和内部员工的理解与支持(Cialdini，1984)，对维护组织的内外部声誉和合法性具有重要作用(Oliver，1992)，这些最终均有利于企业长期绩效的改进。基于此，本文提出以下假设： 假设5：对于低于业绩期望水平的企业而言，权力主体实施的战略调整行为有利于后续业绩的改进。
图1 本文研究假设的逻辑框架
三、样本与研究设计 (一)样本和数据 本文以2003-2009年在沪深交易所上市，且发行了A股的所有上市公司为基础样本库，首先，根据以往学者的标准以及结合本文主题，对上市公司进行严格筛选，以确保样本选择的合理性，具体步骤如下(贺小刚等，2010；连燕玲等，2012)：(1)剔除金融类上市公司；(2)剔除企业性质无法判定的公司；(3)剔除ST、PT公司的样本，以及银行、证券公司、保险公司等金融类受管制公司的样本和从事公共事业的公司样本；(4)剔除数据存在严重缺失的公司样本。其次，通过国内较为权威的成型数据库来获取数据，以确保数据来源的真实性和可靠性。本文数据包括企业业绩指标(ROA，ROE，ROS)、企业基本特征(寿命、规模、企业性质、市场份额、所在行业地区等)、资源配置(广告支出、研发支出、固定资产净值、非生产性支出以及存货等)和CEO个体特征(年龄，任期期限，教育水平和股份)等基础数据，这些数据主要来自于国内三大权威成型数据库——CSMAR数据库、CCER数据库和WIND数据库。最后，采取多途径相互验证的方式以确保样本数据的准确性，即本文数据除来自于上述三大成型数据库外，本文还通过各上市公司的年报，以及新浪财经网、金融界、巨潮资讯网和中国上市公司资讯网等国内专业网站对数据进行了再核实和印证。通过上述3个步骤，一方面能确保样本选择的合理性，另一方面也保证了数据的质量和准确性，最终获取了2003-2009年共171家平衡面板样本(共计1197个观测值)。 本文按照中国证监会行业分类标准(SIC 一级代码)对样本企业所处的行业进行分类，根据表1中A组数据表明，样本主要集中于制造业(占比例47.95%)和批发零售业(比例9.94%)。本文的样本涉及全国各省份，根据世界银行调查报告(2006)《政府治理、投资环境与和谐社会：中国120个城市竞争力的提高》的地区划分标准进行统计，表1中B组数据表明，大部分样本主要集中在东南地区(占总样本量的56.14%)，其次是中部(占总样本量的12.28%)和环渤海地区(占总样本量的11.70%)，东北和西北地区样本企业较少(分别占总样本量的5.26%和4.09%)。 (二)研究设计 基于本文研究假设，设定以下待检验的模型：
其中，
是被解释变量，表示组织战略调整的程度。
代表低于历史业绩期望的企业，如果企业的实际绩效水平(
)低于历史业绩期望(
)，那么
=1，否则为0。
代表低于行业绩效期望的企业，如果企业实际绩效水平(
)高于行业业绩期望(
)，那么
=1，否则为0。
表示企业i第t-1期的实际绩效，
表示企业i第t-1期的历史业绩期望，
表示企业i第t-1期的行业业绩期望。
表示企业i第t期的控股股东特征，如果控制性股东为家族股东，则
=1，否则=0，
表示企业i第t期的CEO开放性程度，
表示企业i第t期的CEO来源(1=外部聘任，0=内部聘任)，
表示企业i第t期的资源禀赋程度。
代表企业i从第t到第t+j期的业绩值(用ROA来衡量)。
代表企业层面或者产品市场层面上的控制变量，比如，企业规模、寿命、市场份额、产品市场竞争程度等，为控制代理问题对业绩期望差距和战略调整关系的影响，本文还控制了董事会权力、股权集中度以及CEO持股水平等相关变量。
代表年度虚拟变量，来控制年度变化趋势对组织战略调整的可能影响，
代表地区和行业虚拟变量，用来控制地区和行业差异性对组织战略调整的可能影响，所有上述变量的测量和解释详见以下第(三)部分介绍。 此外，公式中
用来分析当实际绩效低于历史业绩期望(
)或低于行业业绩期望(
)时，该业绩期望落差对组织战略调整的影响效应。公式(1)和公式(2)中的
用来分析组织中与权力主体相关的变量，即控股股东身份、CEO开放性、CEO聘任来源以及权力主体所拥有的资源禀赋状态4个指标对业绩期望差距与战略调整之间关系的调节效应。公式(3)在控制了相应变量后，用来检验在低于业绩期望水平的样本企业中，组织实施的战略调整行为(
)对其后续业绩的影响效应。 (三)变量定义 1.自变量 本文主要分析业绩期望落差对组织实施战略调整行为的影响，根据企业行为理论和业绩反馈理论的模型，主要包括两种业绩期望差距，即历史业绩期望差距和行业业绩期望差距(Cyert and March，1963；Greve，2003ab；Chen，2008)，由此本文的自变量如下。 (1)历史业绩期望差距(
-
)。
代表企业i第t-1期的实际业绩，参照以往学者的研究选取总资产回报率(ROA)来衡量(Bromiley，1991；Greve，2003；Chen，2008)。由于分析过去实际绩效与业绩期望之间的差距对后续决策行为的影响，所以
变量相对于因变量取了滞后一期的业绩水平(Chen，2008)。
代表企业i第t-1期的历史业绩期望(historical aspiration)，具体计算公式如下(Chen，2008)：
其中
代表权重，介于[0，1]之间的数值，考虑到不同的权重设定会影响
的结果，我们将
从0开始，每增加0.1进行权重设定，然后利用不同的
结果进行稳健性检验，研究结论均一致。但基于版面限制，正文中我们借鉴Chen(2008)的方法，仅汇报了
=0.4时的检验结果。所以，企业i在t-1的历史业绩期望值
是企业i在t-2期的实际绩效(权重为0.6)和t-2期的历史业绩期望(权重为0.4)的加权组合。企业i在t-1期的历史业绩期望差距(
-
)，即为实际绩效
与历史业绩期望
之差。如果
-
＜0，则认为企业i在t-1期的实际绩效低于历史业绩期望，反之则认为企业i在t-1期的实际绩效高于历史业绩期望。进一步，结合公式(1)中对
的定义，将
与历史业绩期望差距变量(
-
)相乘，得到以下截尾的历史期望差距变量：低于历史业绩期望的差距
，该变量是模型回归中第一个主要的解释变量。 (2)行业业绩期望差距(
-
)。 基于类似的方法，设定
代表企业i在t-1期的行业业绩期望(industrial aspiration)，其计算公式如下(Chen，2008)：
其中
代表权重，介于[0，1]之间的数值，同样借鉴Chen(2008)的方法，仅汇报了
=0.4时的检验结果。所以，企业i在t-1期的行业业绩期望值(
)是企业i在t-2期所在行业内全部企业的实际绩效的中位数
(权重为0.6)和t-2期的行业业绩期望
(权重为0.4)的加权组合。企业i在t-1期的行业业绩期望差距(
-
)，即为实际绩效(
)与行业业绩期望(
)之差。如果
-
＜0，则认为企业i在t-1期的实际绩效低于行业期望，反之则认为企业i在t-1期的实际绩效高于行业期望。进一步，结合公式(1)中对
的定义，将
与行业期望差距变量(
-
)相乘，得到以下截尾的行业期望差距变量：即低于行业业绩期望的差距
(
-
)＜0，该变量是模型回归中第二个主要的解释变量。 2.因变量 战略调整程度(
)。本文根据Finkelstein和Hambrick(1990)，Geletkanycz和Hambrick(1997)以及Datta等(2003)的研究，通过测量组织战略资源配置在年度区间上的波动来测量战略调整的程度，如果战略资源的配置在年度区间上波动较大，则认为战略调整的力度较大，反之，则认为战略调整的程度较小，具体测量过程如下：首先获取企业战略资源6个维度指标，包括3个基本资源配置指标以及3个费用结构指标，6个维度分别为：(1)广告支出与销售收入比率；(2)研发支出与销售收入比率；(3)固定资产净值与固定资产总值比率；(4)非生产性支出与销售收入比率；(5)存货与销售收入比率；(6)财务杠杆系数。其次，分别以2004年、2005年和2006年为基期T，测算出上述每一个指标在5年内(T-l，T+3)的方差
；然后将获得的年度方差基于行业进行标准化，最后将上述分别进行标准化后的6个指标值进行相加，即得到每个企业每年度的战略调整指数
。 3.调节变量 主要包括与权力主体有关的4个调节变量，即控股股东身份、CEO开放性、CEO聘任来源以及权力主体的资源禀赋，4个变量的具体测量方法如下：(1)控股股东身份(
)，如果最终控股股东为家族股东，则设定
=1，反之如果是国有股东，则设定为
=0。(2)CEO开放性程度(
)，借鉴Datta等(2003)的方法对CEO开放性程度进行测量，具体过程如下：首先获取CEO的3个人口特征指标，即CEO的年龄，教育水平和任职期限，其中CEO教育水平基于CEO所获得的最高学历来测量(Finkelstein，1988)：1=中专、2=大专、3=大学、4=硕士、5=博士。其次对CEO年龄和任期进行转换：因为CEO年龄和任期与CEO开放性程度这个指标成负向关系(Datta et al.，2003)，为确保这两个指标和CEO教育水平与CEO开放性关系是同方向关系，所以需要将每个数值乘以负1。对转化后的年龄和任期以及教育水平3个指标进行标准化(均值为0，方差为1)，最后将上述标准化后的3个指标数值加总获得CEO开放性程度(
)。(3)CEO聘任来源(
)，如果CEO来自于外部，则设定
=l，如果属于内部聘任则设定为0。(4)冗余资源(
)，借鉴以往学者研究(Bourgeois，1981；Hambrick and Finkelstein，1987；Finkelstein and Hambrick，1990)，采取权益债务比例来衡量，该比例越大，表明组织内长期冗余性资源越多，即权力主体的资源禀赋程度越高。 4.控制变量 根据已往研究文献，主要包括以下控制变量：(1)企业寿命(
)，根据企业成立之日至统计当年的年限长度(取自然对数)来测量；(2)企业规模(
)，公司期末总资产的自然对数；(3)企业市场份额(
)，定义为主营业务收入占行业总主营业务收入的比例；(4)杠杆比例(
)，定义为负债占总资本的比例；(5)两职兼任(
)，若CEO同时兼任了董事长，则设定为1，否则为0；(6)董事会权力(
)，将外部独立董事所占比例和董事会持股水平两个指标标准化后相加，得到董事会权力指数(Hoskisson et al.，1994；Zajac and Westphal，1996)；(7)股权集中度(
)，定义为前五大股东持股比例的赫芬达尔指数；(8)市场竞争程度(
)，用同行业内(中国证监会SIC三位代码分类)竞争者的数目来衡量(Tang and Hull，2012)；(9)CEO持股水平(
)，定义为CEO持股数占总股数的比例；(10)CEO变更(
)，用来控制CEO变更对战略调整的影响，如果当年CEO更换，则设定为1，否则为0。 此外，本文还设置了年度虚拟变量来控制年度变化趋势对战略调整行为的影响，同时考虑到区域投资环境和行业环境的差异性对组织战略决策的影响，本文分别根据世界银行(2006)对中国区域划分的标准以及中国证监会行业分类标准，设定了地区和行业虚拟变量来控制这些因素对战略调整可能产生的影响。 (四)描述性分析和相关性分析 表2列示了主要变量的描述性统计，总体样本的描述结果显示，战略调整程度(
)的均值为-0.089，最大值为13.40，最小值为-0.960；而从低于历史和行业期望差距的样本来看，战略调整程度(
)的均值分别为0.027和0.098；
均值为-0.012，表明实际绩效低于历史业绩期望值的平均差距为0.012；
均值为-0.011，表明实际绩效低于行业业绩期望值的平均差距为0.011；
均值为0.394，表明样本中39.4%的企业处于家族股东控制下；
均值为0.001，表明样本中CEO的开放性程度平均为0.001，最小值为-4.567，最大值为3.910；
均值为0.380，表明38%的CEO是通过外部聘任的方式进入公司；
均值为1.735，表明样本中权力主体的资源禀赋程度平均为1.735，最小值为0.164，最大值为18.81。此外，企业寿命(
)的平均值为12.73年，最小值为3.293，最大值为23.03，企业规模(
)的均值为43.16(亿元)，最小值为3.155(亿元)，最大值为478.9(亿元)。 表3列出了各变量之间的相关关系，结果显示：历史期望落差
和行业期望落差
与战略调整(
)均呈显著负相关关系，即实际绩效低于历史/行业期望越大，组织战略调整的程度越强。控股股东身份(
)，CEO开放性特征(
)和冗余资源(
)与战略调整(
)均呈显著正相关关系，这说明家族股东控制情况下，实施战略调整的程度相对较高，CEO的开放性程度越高，权力主体拥有的资源禀赋越充足，组织实施战略调整的程度也越高。
四、实证检验与结果分析 在实证分析之前，为确保模型估计的一致性和有效性，对数据做如下处理：(1)为克服异常值的影响，对主要连续变量在1%水平上进行缩尾处理(Flannery and Rangan，2006)；(2)为避免多重共线性的影响，对交互项变量进行中心化处理；此外，对进入模型的所有解释变量和控制变量进行了方差膨胀因子(VIF)诊断，结果显示VIF均在3.5以内，表明不存在多重共线性问题；(3)本文的数据是面板数据可能存在的异方差、时序相关和横截面相关等问题，使用通常的面板数据估计方法会低估标准误差，导致模型估计结果有偏，采用Driscoll-Kraay标准差进行估计得到的标准误差才具有无偏性、一致性和有效性(Driscoll and Kraay，1998)。所以，本文在后续的面板数据模型估计中，主要采用D-K标准误方法进行估计。 本文实证分析思路如下：首先，对业绩期望差距与战略调整的关系进行回归分析；其次，检验影响业绩期望差距与战略调整两者关系的情境机制，即分析控股股东身份、CEO开放性、CEO聘任来源及资源禀赋的调节效应。 (一)业绩期望差距与战略调整的关系检验 表4列示了实际绩效低于历史期望的落差
与组织战略调整之间的关系，表4模型(1)为基准模型，包括所有控制变量和调节变量在内的检验结果；模型(2)是进入自变量后的检验模型，结果显示历史期望落差
的回归系数显著为负(beta=-16.460，p＜0.01)，且在后续加入调节变量后的模型(3)、(4)、(5)和全模型(6)中依然稳健，表明与实际业绩高于历史期望相比，当实际业绩低于历史期望水平时，随着历史期望落差的扩大，组织战略调整的程度越高，由此本文假设1得到验证。
表5列示了企业实际绩效低于行业期望的落差
与组织战略调整之间的关系，表5模型(2)的检验结果同样显示，实际绩效低于行业期望落差
的回归系数显著为负(beta=-27.406，p＜0.01)，并且在后续加入调节变量后的模型(3)、(4)、(5)和全模型(6)中依然稳健。结果同样表明，与实际业绩高于行业期望相比，当实际业绩低于行业期望水平时，随着行业期望落差的扩大，组织战略调整的程度越高，由此本文假设1得到进一步验证。 (二)业绩期望差距与战略调整关系的调节机制分析 该部分进一步分析控股股东身份、CEO开放性程度、CEO继任来源和资源禀赋对业绩期望差距与战略调整之间关系的调节作用。 首先，表4模型(3)分析了控股股东身份(
)对历史期望落差
与战略调整之间关系的调节效应，结果显示：控股股东身份(
)与低于历史期望落差的交互项
×
＜0)的系数显著为负(beta=-0.290，p＜0.01)，且在后续全模型(6)中该结果依然稳健，表明当实际业绩低于历史期望水平的情况下，家族控股股东相对于国有控股股东而言，随着历史期望落差的增大而实施战略调整的程度更高，由此本文假设2得到验证。表5模型(3)分析了控股股东身份(
)对行业期望落差
与战略调整之间关系的调节效应，结果同样支持了本文的假设2。 其次，表4模型(4)分析了CEO开放性(
)和CEO聘任来源(
)对历史期望落差
与战略调整之间关系的调节效应，结果显示：CEO开放性(
)与低于历史期望落差的交互项
的系数显著为负(beta=-0.373，p＜0.01)，且在后续全模型(6)中该结果依然稳健，表明当实际业绩低于历史期望水平的情况下，随着历史期望落差的增大，开放性越高的CEO实施战略调整的程度越高，由此本文假设3a得到验证。CEO聘任来源(
)与低于历史期望落差的交互项
的系数同样显著为负(beta=-0.178，p＜0.01)，且在后续全模型(6)中该结果也依然稳健，表明当实际业绩低于历史期望水平的情况下，外部聘任CEO相对于内部聘任CEO而言，随着历史期望落差的增大而实施战略调整的程度更高，由此本文假设3b得到验证。表5模型(4)分析了CEO开放性程度(
)和CEO聘任来源(
)对行业期望落差
与战略调整之间关系的调节效应，检验结果同样支持了本文的假设3a和3b。 最后，表4模型(5)分析了权力主体所拥有的资源禀赋(
)对历史期望落差
与战略调整之间关系的调节效应，结果显示：资源禀赋(
)与低于历史期望落差的交互项
×
＜0)的系数同样显著为负(beta=-0.449，p＜0.01)，且在后续全模型(6)中该结果依然稳健，表明当实际业绩低于历史期望水平的情况下，随着历史期望落差的增大，权力主体所拥有的资源越充足，实施战略调整的程度越高，由此本文假设4得到验证。表5模型(5)分析了资源禀赋(
)对行业期望落差
与战略调整之间关系的调节效应，检验结果同样支持了本文的假设4。 (三)战略调整对后续绩效的影响效应检验 表6和表7以ROA为业绩因变量，探讨了在低于历史期望水平和行业期望水平的两类样本中，战略调整对后续业绩(ROA)的影响效应。 从表6检验结果看，战略调整在当期(To)对绩效ROA不存在显著影响效应，但从滞后一期(T1)开始，战略调整均对绩效ROA具有显著的正向效应，且在滞后二期(T+2)到滞后五期(T+5)内，战略调整对组织业绩的正向影响效应最大，自滞后六期(T+6)开始影响效应逐渐减弱。表7的检验结果也支持该结论，由此本文假设5得到验证。此外，本文还以ROE为业绩因变量进行了稳健性检验，检验结果同样支持上述结论，基于版面限制未加列示。所以总体而言，战略调整对低于历史和行业期望水平的企业而言，是促进了它们后续业绩的提升，尤其是在滞后2～5年内的促进效应最为明显。
五、稳健性检验 (一)业绩期望差距的替代测量 根据以往文献研究，如果在业绩反馈模型中选取的参考点(reference point)不同，那么管理者所评估出的业绩期望差距就不同，最终会影响其后续的行为决策。本文第三部分中借鉴Cyert和March(1963)，Greve(2003ab)以及Chen(2008)等的方法选取ROA作为业绩期望差距测量的基础指标，为避免因业绩指标选取而导致检验结果的差异性，本文进一步选取了ROS和ROE作为业绩反馈的参考点重新对业绩期望差距进行测量。此后，根据新计算的业绩期望落差，重新检验了业绩期望落差(历史和行业期望差距)对企业战略调整行为的影响，以及上述4个变量的调节作用。检验结果显示：历史期望差距
和行业期望差距
与战略调整程度(
)依然在各个模型中呈现稳健的负相关关系，依然支持本文的假设1。此外，控股股东身份(
)、CEO开放性程度(
)、CEO聘任来源(
)和资源禀赋(
)与历史业绩期望差距
和行业业绩期望差距
的交互项系数均呈现显著的负相关关系，由此本文假设2、3a、3b和假设4依然得到支持。综上可知，在更换自变量测量方法后，本文结果依然具有较强的稳健性。 (二)战略调整和资源禀赋的替代测量 本文第三部分借鉴Finkelstein和Hambrick(1990)等的方法来刻画战略调整程度
，本文该部分将借鉴Zhang(2006)测量方法对战略调整进行重新测量。具体测量方法如下：计算出6个指标每年的年度变动率，比如△R&Dintensity=
；对6个指标的年度变动率进行标准化(均值为0，标准差为1)，然后计算出变动率的均值作为企业在该会计年度上的战略调整指数(
)。本文第三部分的测量方法考察的是较长期限内(T-1，T+3)战略变动情况，该测量方法则主要刻画每年(T期)与上年(T-1)的战略调整的情况。此外，由于冗余资源是本文重要的调节变量之一，该部分根据Bromiley(1991)的方法将冗余资源，分为已吸收冗余(absorbed slack)、未吸收冗余(unabsorbed slack)和潜在冗余资源(potential slack)三部分。已吸收冗余资源通过期间费用占销售收入比例来衡量，未吸收冗余资源由流动资产占总资产比例来衡量，潜在冗余资源由所有者权益与负债比例来衡量，三者标准化后组合为一个因子来衡量权力主体的资源禀赋程度(
)。基于新测量的战略调整(
)和冗余资源(
)进行了重新检验，结果显示历史和行业期望差距与战略调整(
)依然呈现显著且稳健的负向关系，4个调节变量中除了CEO来源(
)的调节效应没有得到验证外，其余3个变量的调节效应依然显著且稳健，即本文假设1、2、3a、4依旧得到支持。 (三)内生性问题的处理
由于低于业绩期望状态的存在，可能内生于企业自身的一些特征，比如企业规模、寿命、市场地位、行业特征以及公司治理机制等等，为减轻这种潜在的内生性，本文根据以往研究文献(Fan et al.，2007；余明桂、潘红波，2008；王华、黄之骏，2006；连燕玲等，2011)，采取了两阶段最小二乘法(2SLS)对模型进行内生性处理。具体检验过程如下：第一阶段使用逻辑回归方法，用企业特征变量(比如企业规模、寿命、行业特征、董事会特征、股权结构等)与低于业绩期望水平的虚拟变量进行回归分析。在第二阶段，用第一阶段回归分析中得到的低于业绩期望水平的虚拟变量的预测值，来替代实际的业绩期望差距，再检验其对战略调整的作用，以及4个变量的调节效应。从新的检验结果看，除了冗余资源(
)的调节作用不显著外，其余结果均与第四部分中表4和表5的检验结果一致。 六、结束语 战略调整是组织的重要决策行为，本文基于企业行为理论、前景理论等分析了业绩期望差距与战略调整之间的关系，尤其探讨了组织中的权力主体特征，即控股股东身份、CEO开放性和聘任来源，以及权力主体所拥有的资源禀赋对两者关系的调节效应。基于2003-2009年171家沪深上市公司平衡面板数据的实证检验，得出以下研究结论：第一，业绩期望差距(包括基于时间维度的历史期望差距和基于社会比较的行业期望差距)对组织的战略调整起到显著影响，当实际绩效低于历史和行业期望时，为解决经营管理中所面临的问题，组织实施战略调整的程度随之增大。第二，控股股东身份对业绩期望差距与战略调整之间的关系起显著调节作用，即相对于国有控股东而言，家族控股股东在业绩期望落差增大时，规避利益损失的动机更大，从而实施战略调整的程度更强。第三，CEO开放性和聘任来源对业绩期望差距与战略调整之间的关系同样起显著调节作用。随着业绩期望落差的增大，开放性程度越高的CEO以及外部聘任的CEO，其行为决策的能力和自由度更强，从而实施战略调整的程度更强。第四，权力主体所拥有的资源禀赋是实施战略调整的重要基础，随着业绩期望落差的扩大，组织资源越充足，实施战略调整的程度越高。 本文基于企业行为理论和前景理论，尤其是业绩反馈理论，将业绩期望差距引入到了战略调整的研究框架中，尤其考虑到了组织中的权力主体(控股股东和CEO)及其资源禀赋状态对两者关系的调节机制，将企业行为理论、公司内部治理、高层梯队理论和资源基础理论等进行了结合，完善了战略调整方面的研究。此外，通过结合公司内部治理和高层梯队理论等方面的研究，将与权力主体相关的因素，控股股东身份、CEO个性特质和聘任来源等纳入到业绩反馈的决策模型中，进一步完善了企业行为理论的研究。但本文研究目前仍旧存在需要改进和完善的地方，比如，本文鉴于战略调整测量以及数据的局限性，主要关注到了组织中的战略性资源在配置的量上的改变，并未具体分析在业绩期望落差扩大的情况下，权力主体在哪些方面，以怎样的方式或意图对组织的战略实施了调整，未来研究应更加关注业绩期望落差对组织战略方向、方式和意图等方面改变的影响。此外，产品市场竞争并不仅仅体现为上市公司之间的竞争，还存在非上市公司之间的竞争。由于数据获取的局限性，本文暂且选择以同行业内的上市公司数目来衡量行业竞争性程度是存在一定偏差的，未来研究也要关注到非上市公司之间的竞争情况。 本文为第一作者在美国宾夕法尼亚大学沃顿商学院访学期间的阶段性成果，感谢沃顿商学院Sol C.Snider Entrepreneurial Research Center和Raffi Amit教授的支持。文责自负。 ①之所以将与权力主体相关的因素纳入到情景机制中进行分析，主要是考虑到企业行为理论的研究中，大多忽略了对组织中的权力主体的考虑，它们假定组织中的决策者均具有完全的动机、能力和资源基础在业绩期望落差扩大的情况下实施冒险性的救助行为(Cyert and March，1963)。但本文认为组织中的权力主体的差异性以及他们所拥有的资源禀赋状态的差异性，将最终会影响到两者之间的关系。 ②相关研究表明外部聘任的CEO更易导致战略变革的发生(Gouldner，1954；Wiersema，1992；Finkelstein and Hambrick，1996；Helmich and Brown，1972；Helmich，1974)。
标签：组织绩效论文; 变革管理论文; 动机理论论文; 战略分析论文; 绩效目标论文; 绩效反馈论文; 禀赋效应论文; 期望效应论文; 企业经营论文;
